دانلود مقاله در مورد فرار مالیاتی

عنوان مقاله:

دستمزدهای ناعادلانه و فرار مالیاتی

Inequitable wages and tax evasion 

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مدیریت - حسابداری مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله فرار مالیاتی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابداری مدیریت

 

4. The experiment
The approximately 20-minute long experiment was programmed using oTree (Chen, Schonger, & Wickens, 2016), and was conducted at the lab facilities of Corvinus University of Budapest, Hungary. The experiment unfolded in two stages. In stage one, we established the experimental manipulations by imposing equitable or inequitable wages as remuneration for completing a real-effort task where the realized wage was determined by either a random process or an intentional human choice. In stage two, we elicited the two behaviors of interest: the tax compliance behavior (henceforth, compliance) in an income-reporting task, and subjects’ incentivized beliefs (henceforth, beliefs) about the prevailing mean compliance level among their peers.

Subjects were truthfully informed that their identity was anonymous throughout the whole experiment — not only among experimental subjects but also in the eyes of the experimental staff. There were no exclusion criteria for participation, as long as the subjects were adults (i.e., at least 18 years old). Subjects received a 500 HUF show-up fee, while any additional earnings depended on their luck and choices, of which fact they were truthfully informed. In each experimental session, subjects were pooled into groups of six. An average session included three groups, allowing us to randomize subjects into the different treatments.

4.1. Experimental procedure
To facilitate the comprehension of the experimental procedure, Table 2 summarizes the experimental steps.6

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4. آزمایش
آزمایش طولانی مدت تقریباً 20 دقیقه ای با استفاده از oTree برنامه ریزی شد (چن، شونگر و ویکنز، 2016)، و در امکانات آزمایشگاهی دانشگاه کوروینوس بوداپست، مجارستان انجام شد. آزمایش در دو مرحله آشکار شد. در مرحله اول، دستکاری های تجربی را با تحمیل دستمزدهای عادلانه یا ناعادلانه به عنوان پاداش برای تکمیل یک کار واقعی که در آن دستمزد تحقق یافته توسط یک فرآیند تصادفی یا یک انتخاب عمدی انسانی تعیین می شد، ایجاد کردیم. در مرحله دوم، ما دو رفتار مورد علاقه را برانگیختیم: رفتار مطابقت مالیاتی (از این پس، انطباق) در یک کار گزارش درآمد، و باورهای مشوق آزمودنی‌ها (از این پس، باورها) در مورد سطح انطباق متوسط ​​غالب در بین همتایان خود.

به آزمودنی‌ها به درستی اطلاع داده شد که هویت آنها در کل آزمایش ناشناس است - نه تنها در بین آزمودنی‌های آزمایشی بلکه از نظر کارکنان آزمایش. تا زمانی که آزمودنی ها بزرگسال (یعنی حداقل 18 سال) بودند، معیار خروج برای شرکت وجود نداشت. آزمودنی ها 500 HUF هزینه نمایش دریافت کردند، در حالی که هر گونه درآمد اضافی به شانس و انتخاب آنها بستگی داشت، که آنها به درستی از آن مطلع شدند. در هر جلسه آزمایشی، آزمودنی ها در گروه های شش نفری قرار گرفتند. یک جلسه متوسط ​​شامل سه گروه بود که به ما امکان می داد افراد را به صورت تصادفی در درمان های مختلف قرار دهیم.

دانلود مقاله در مورد سیاست های پرداخت

عنوان مقاله:

سیاست های پرداخت حسابرسی: آیا کیفیت حسابرسی اهمیت دارد؟

Auditee’s payout policies: does audit quality matter?

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مدیریت - حسابرسی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله سیاست های پرداخت

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5. Further investigation

5.1 Robustness tests

5.1.1 Substitute proxies of auditee’s payouts. We re-estimate our model in equation (1) using common dividends scaled by cash flow from operations (Dividend_CF), common dividends scaled by income before extraordinary items (Dividend_IB), common dividends scaled by net sales (Dividend_Sale), common dividends scaled by net income (Dividend_NI) and common dividends scaled by market value of firm equity (Dividend_MV) as other measures of auditee’s dividend payout (Hasan and Habib, 2020a, 2020b). Untabulated findings imply that our understanding of H1 and H2 keeps on holding when we use these alternative proxies of the auditee’s dividend payouts. Common and preferred stock repurchases adjusted for any decreases in preferred stock, scaled by income before extraordinary items (Repurchase_IB) is also used as another proxy for the auditee’s Repurchase (Hasan and Habib, 2020a, 2020b). Unreported findings imply that our hypotheses still hold when we use this alternative proxy. Thus, we can conclude that a single proxy of Dividend (Repurchase) does not drive our key results [20].

5.1.2 Alternative measures of audit quality. In our primary formulation, we use four proxies to catch auditees’ audit quality. As a specification check, the total accrual (as another output-based measure of audit quality) and auditor tenure (as another input-based measure of audit quality) are used to capture AQ (DeFond and Zhang, 2014; Rajgopal et al., 2021; Cheng et al., 2021). Total accrual [21] (ACCRUAL) is calculated as earnings before extraordinary items minus net cash flow from operations excluding extraordinary items and discontinued operations, and higher ACCRUAL suggests lower audit quality as auditees with greater ACCRUAL are more probable to have audit failure (DeFond and Zhang, 2014; Rajgopal et al., 2019). Auditor tenure (Tenure) is measured based on the time in years of the auditor–auditee association. Previous research documents that longer auditor tenure is associated with inferior audit quality as a lengthier auditor–auditee association can diminish auditor’s autonomy (DeFond and Zhang, 2014; Rajgopal et al., 2021). We re-conduct our examination by using these alternative audit quality measures (i.e. ACCRUAL and Tenure). Untabulated findings suggest that our understanding of H1 and H2 keeps on holding when we use these additional specifications. These findings imply that a unique proxy [22] for audit quality does not drive our results.

5.1.3 Two-stage least squares approach. As a robustness test of our findings, we use a 2SLS approach (also known as the instrumental variable (IV) approach). We start by introducing a combined [23] variable, AQ_COMB, to measure AQ. AQ_COMB is explained as follow [equation (2)]

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. بررسی بیشتر

5.1 تست های استحکام

5.1.1 جایگزینی برای پرداخت های حسابرسی شونده. ما مدل خود را در معادله (1) با استفاده از سود سهام تقسیم شده بر اساس جریان نقدی عملیات (Dividend_CF)، سود سهام عادی با مقیاس درآمد قبل از اقلام فوق العاده (Dividend_IB)، سود سهام مشترک مقیاس بندی شده بر اساس فروش خالص (سود_فروش)، سود سهام مشترک مقیاس شده توسط درآمد خالص (سود_NI) و سود سهام عادی مقیاس‌بندی شده بر اساس ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت (سود_MV) به عنوان سایر معیارهای پرداخت سود سهام حسابرسی شونده (حسن و حبیب، 2020a، 2020b). یافته‌های جدول‌بندی‌نشده نشان می‌دهد که درک ما از H1 و H2 زمانی که از این گزینه‌های جایگزین برای پرداخت سود سهام حسابرسی‌شونده استفاده می‌کنیم، حفظ می‌شود. بازخریدهای سهام معمولی و ممتاز که برای هر گونه کاهش در سهام ممتاز تعدیل شده است، که بر اساس درآمد قبل از اقلام فوق‌العاده مقیاس‌بندی می‌شود (Repurchase_IB) نیز به‌عنوان نماینده دیگری برای خرید مجدد حسابرسی‌شونده استفاده می‌شود (Hasan and Habib, 2020a, 2020b). یافته های گزارش نشده حاکی از آن است که وقتی از این پروکسی جایگزین استفاده می کنیم، فرضیه های ما همچنان پابرجا هستند. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که یک پروکسی منفرد از سود سهام (خرید مجدد) نتایج کلیدی ما را هدایت نمی‌کند [20].

5.1.2 معیارهای جایگزین کیفیت حسابرسی. در فرمول اولیه خود، ما از چهار پروکسی برای بررسی کیفیت حسابرسی ممیزی شوندگان استفاده می کنیم. به عنوان بررسی مشخصات، اقلام تعهدی کل (به عنوان یکی دیگر از معیارهای کیفیت حسابرسی مبتنی بر خروجی) و مدت تصدی حسابرس (به عنوان یکی دیگر از معیارهای ورودی مبتنی بر کیفیت حسابرسی) برای به دست آوردن AQ استفاده می شود (DeFond and Zhang, 2014؛ Rajgopal et al., 2021؛ چنگ و همکاران، 2021). اقلام تعهدی کل [21] (ACCRUAL) به عنوان سود قبل از اقلام فوق العاده منهای خالص جریان نقدی حاصل از عملیات به استثنای اقلام غیرعادی و عملیات متوقف شده محاسبه می شود، و ACCRUAL بالاتر نشان دهنده کیفیت حسابرسی پایین تر است زیرا حسابرسی شوندگان با اقلام تعهدی بیشتر احتمال شکست حسابرسی را دارند (DeFond و ژانگ، 2014؛ راجگوپال و همکاران، 2019). دوره تصدی حسابرس (Tenure) بر اساس زمان در سال های انجمن حسابرس-حسابرس اندازه گیری می شود. اسناد تحقیقاتی قبلی مبنی بر اینکه دوره مدیریت طولانی‌تر حسابرس با کیفیت پایین‌تر حسابرسی مرتبط است، زیرا یک ارتباط طولانی‌تر حسابرس و حسابرس می‌تواند استقلال حسابرس را کاهش دهد (دی‌فوند و ژانگ، 2014؛ راجگوپال و همکاران، 2021). ما بررسی خود را با استفاده از این معیارهای کیفی حسابرسی جایگزین (مانند ACRUAL و دوره تصدی) مجدداً انجام می دهیم. یافته‌های بدون جدول نشان می‌دهند که درک ما از H1 و H2 زمانی که از این مشخصات اضافی استفاده می‌کنیم، ادامه دارد. این یافته ها نشان می دهد که یک پروکسی منحصر به فرد [22] برای کیفیت حسابرسی نتایج ما را هدایت نمی کند.

دانلود مقاله در مورد کیفیت حسابرس فردی

عنوان مقاله:

تاثیر کیفیت حسابرس فردی بر نتایج حسابرسی: باز کردن جعبه سیاه کیفیت حسابرسی

The effect of individual auditor quality on audit outcomes: opening the black box of audit quality

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مدیریت - حسابرسی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله کیفیت حسابرس فردی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5. Additional analyses

5.1 Cross-sectional tests

In addition to our main tests we run a number of cross sectional tests to determine if the results vary predictably with office-level characteristics. Specifically, we partition the sample at the median for audit office size, the percentage of client assets that are intangible and whether or not a client disclosed an internal control weakness (ICW) in a prior period. We re-estimate our restatement model and present the results in Table 7. Panel A presents the results of the partition based on office size. Columns 1(3) and 2(4) present the results for offices above(below) the median audit office size. The coefficient on High Quality SrMgr/ Director in Column 1 is negative and statically significant. Additionally, the coefficient is larger in magnitude than the corresponding insignificant coefficient in Column 3. This indicates that high quality senior managers and directors are associated with fewer restatements in large offices but not in small offices. The coefficients on High Quality Audit Team in Columns 2 and 4 are both statistically significant but not statistically different from each other, indicating that high employee quality offices, whether large or small, decrease the likelihood of client restatements.

Panel B presents the results of the partition based on whether or not a client has reported an ICW in the prior year. Columns 1(3) and 2(4) present the results for clients reporting (not reporting) an ICW in the prior year. The coefficient on High Quality SrMgr/Director in Column 1 is negative and statically significant. Additionally, the coefficient is larger in magnitude than the corresponding insignificant coefficient in Column 3. This indicates that high quality senior managers and directors are associated with fewer restatements in offices that have previously reported an ICW.

Interestingly, the coefficients on High Quality Manager and High Quality Senior in Column 1 are both positive and statistically significant. This reversal in sign, indicating that higher rated managers and seniors lead to more restatements for firms that previously reported an ICW, may suggest that auditors assign higher quality low level staff to clients that have been shown previously to be higher risk, though this interpretation is beyond the scope of our study. The coefficients on High Quality Audit Team in Columns 2 and 4 are both statistically significant and statistically different from each other, indicating that high quality audit teams decrease the probability of a future restatements more for clients who have previously reported an internal control weakness.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. تجزیه و تحلیل اضافی

5.1 آزمون های مقطعی

علاوه بر آزمایش‌های اصلی، ما تعدادی آزمایش مقطعی انجام می‌دهیم تا تعیین کنیم آیا نتایج به‌طور قابل پیش‌بینی با ویژگی‌های سطح اداری متفاوت است یا خیر. به طور خاص، ما نمونه را در میانه برای اندازه دفتر حسابرسی، درصد دارایی های مشتری که نامشهود هستند و اینکه آیا مشتری ضعف کنترل داخلی (ICW) را در دوره قبل افشا کرده است یا نه تقسیم بندی می کنیم. ما مدل ارائه مجدد خود را مجدداً برآورد کرده و نتایج را در جدول 7 ارائه می کنیم. پانل A نتایج پارتیشن را بر اساس اندازه دفتر ارائه می دهد. ستون 1 (3) و 2 (4) نتایج را برای دفاتر بالاتر (زیر) اندازه متوسط ​​دفتر حسابرسی ارائه می دهد. ضریب SrMgr/ Director با کیفیت بالا در ستون 1 منفی و از نظر آماری معنی دار است. بعلاوه، ضریب بزرگتر از ضریب ناچیز متناظر در ستون 3 است. این نشان می دهد که مدیران ارشد و مدیران با کیفیت بالا با ارائه مجدد کمتری در دفاتر بزرگ مرتبط هستند اما در دفاتر کوچک نه. ضرایب تیم حسابرسی با کیفیت بالا در ستون‌های 2 و 4 هر دو از نظر آماری معنی‌دار هستند اما از نظر آماری تفاوتی با یکدیگر ندارند، که نشان می‌دهد دفاتر با کیفیت بالای کارکنان، چه بزرگ و چه کوچک، احتمال ارائه مجدد مشتری را کاهش می‌دهند.

پانل B نتایج پارتیشن را بر اساس اینکه آیا مشتری یک ICW را در سال قبل گزارش کرده است یا خیر ارائه می کند. ستون‌های 1(3) و 2(4) نتایج را برای مشتریانی که یک ICW را در سال قبل گزارش کرده‌اند (گزارش نمی‌کنند) ارائه می‌کند. ضریب SrMgr/Director با کیفیت بالا در ستون 1 منفی و از نظر آماری معنی دار است. علاوه بر این، ضریب بزرگتر از ضریب ناچیز متناظر در ستون 3 است. این نشان می دهد که مدیران و مدیران ارشد با کیفیت بالا در دفاتری که قبلاً یک ICW را گزارش کرده اند، با بیان مجدد کمتری همراه هستند.

دانلود مقاله در مورد تقلب در صورت های مالی

عنوان مقاله:

تنوع جنسیتی و تقلب در صورت های مالی

Gender diversity and financial statement fraud

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری

گرایش: حسابداری مالی - حسابرسی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله تقلب در صورت های مالی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI حسابرسی

 

5. Results

5.1. Descriptive statistics Panel A of Table 2 presents the mean descriptive statistics. Panel B presents the standard deviation, minimum, maximum, and median value of the variables. On average, the proportion of female corporate leaders is 16.3%, slightly higher than 14.0% as reported by Cumming et al. (2015), indicating that female participation as business leaders is gradually increasing over time. As shown by Panel B, the median of the female ratio is 14.3%. 51.4% of observations are SOE-controlled firms, implying the state dominance in Chinese listed firms. On average, institutional investors own 23.6% of the shares; the supervisory board has 3.8 directors and holds 4.7 meetings annually. Large accounting firms generally have superior expertise and more resources to perform a high-level audit service, and this study finds 15.3% of the Chinese listed companies hire big four auditors.5 In 19.7% of samples CEOs have a combined CEO duality position and the average CEO ownership is 2.2%.

Panel A of Table 2 also compares the characteristics of fraudulent and non-fraudulent firms. There are 19,904 observations not involved in financial statement fraud and 758 observations having committed financial statement fraud.6 The average proportion of female corporate leaders for the fraud sub-sample is 17% and 16.3% for the non-fraud subsample. In addition, 51.7% of non-fraud firms are SOEs, which is 9.3% higher than those of fraud firms, implying firms with a state-owned background are less likely to be caught for fraudulent activities. Fraudulent firms are smaller, have lower supervisory board size, and higher CEO duality. Fraudulent firms have lower ROA and stock returns, higher stock turnover, and abnormally higher stock return volatility. We also compare fraud against non-fraud firms in gender diverse versus non-gender diverse subgroups in the Appendix 1.

5.2. Regression results

Table 3 presents results for hypotheses 1 and 2. Model 1 shows that the coefficient of Female is significantly negative in the fraud commission model and positive in the fraud detection model. This shows that higher female representation in top leadership positions reduces the likelihood of fraud commission and increases the likelihood of fraud detection. The result supports the view that female corporate leaders are more conservative, ethical, and risk-adverse in accounting tasks. They avoid unethical activities.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

5. نتایج

5.1. آمار توصیفی پانل A جدول 2 میانگین آمار توصیفی را ارائه می کند. پانل B انحراف استاندارد، حداقل، حداکثر و مقدار میانه متغیرها را نشان می دهد. به طور متوسط، نسبت زنان رهبر شرکت ها 16.3 درصد است، که کمی بالاتر از 14.0 درصد است که توسط کامینگ و همکاران گزارش شده است. (2015)، نشان می دهد که مشارکت زنان به عنوان رهبران کسب و کار به تدریج در طول زمان افزایش می یابد. همانطور که توسط پانل B نشان داده شده است، میانه نسبت زنان 14.3٪ است. 51.4٪ از مشاهدات شرکت های تحت کنترل SOE هستند، که حاکی از تسلط دولت در شرکت های فهرست شده چینی است. به طور متوسط، سرمایه گذاران نهادی مالک 23.6 درصد از سهام هستند. هیئت نظارت 3.8 مدیر دارد و سالانه 4.7 جلسه برگزار می کند. شرکت‌های حسابداری بزرگ عموماً دارای تخصص برتر و منابع بیشتری برای انجام خدمات حسابرسی سطح بالا هستند، و این مطالعه نشان می‌دهد که 15.3 درصد از شرکت‌های چینی فهرست شده، چهار حسابرس بزرگ را استخدام می‌کنند.5 در 19.7 درصد از نمونه‌ها، مدیران عامل دارای موقعیت دوگانه مدیرعامل هستند و میانگین مالکیت مدیرعامل 2.2 درصد است.

پانل A جدول 2 نیز ویژگی های شرکت های متقلب و غیر متقلب را با هم مقایسه می کند. 19904 مشاهده وجود دارد که در تقلب در صورت‌های مالی دخیل نیستند و 758 مشاهده که مرتکب تقلب در صورت‌های مالی شده‌اند. علاوه بر این، 51.7 درصد از شرکت‌های غیر کلاهبردار شرکت‌های دولتی هستند که 9.3 درصد بیشتر از شرکت‌های کلاهبردار است، که نشان می‌دهد شرکت‌هایی با پیشینه دولتی کمتر به دلیل فعالیت‌های کلاهبرداری دستگیر می‌شوند. شرکت‌های کلاهبردار کوچک‌تر هستند، اندازه هیئت نظارت کمتر و دوگانگی مدیران اجرایی بالاتری دارند. شرکت های کلاهبردار دارای ROA و بازده سهام کمتر، گردش سهام بالاتر و نوسانات غیرعادی بازده سهام هستند. ما همچنین تقلب در برابر شرکت‌های غیرکلاهبردار را در زیرگروه‌های متنوع جنسیتی با گروه‌های فرعی غیرجنسی در پیوست 1 مقایسه می‌کنیم.

دانلود مقاله در مورد عدم قطعیت سیاست اقتصادی

عنوان مقاله:

آیا عدم قطعیت سیاست اقتصادی برای کیفیت گزارشگری مالی اهمیت دارد؟ شواهد از ایالات متحده

Does economic policy uncertainty matter for financial reporting quality? Evidence from the United States

سال انتشار: 2022

رشته: حسابداری - اقتصاد - مدیریت

گرایش: حسابداری مالی - اقتصاد مالی - مدیریت مالی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله  عدم قطعیت سیاست اقتصادی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

 

مقالات ISI اقتصاد

 

4 Empirical fndings

4.1 Simple OLS and OLS with frm fxed‑efects estimations

The results from the simple OLS estimations that we obtain from Eq. (4) are available in Table 4.

We start our analysis with a simple model that includes just the dependent variable (DA) and the main explanatory variable, the economic policy uncertainty measure (lnEPU). This estimation is available in model 1 of Table 4. We observe that the efect of lnEPU on accruals-based earnings management is positive and signifcant at the 1% level. In model 2 of Table  4, we introduce the frm control variables. The efect of lnEPU on earnings management remains positive while it is signifcant at the 1% level. In model 3 of Table 4, we introduce the macroeconomic controls. We observe that the impact of lnEPU on earnings management is still positive and signifcant at the 1% level. The simple OLS estimations available in the frst three models of Table 4 show that economic policy uncertainty positively afects the accruals-based earnings management of frms in the US over the 1999–2015 period. These fndings lend empirical support to hypothesis H1 about the positive relationship between economic policy uncertainty and earnings management. This fnding is consistent with the "lean against the wind view", which holds that in periods of undervaluation, the incentive of frms’ managers to manage earnings upwards to provide investors and analysts with an improved fnancial position of the frm is enhanced. This incentive is further enhanced in periods of undervaluation stemming from economic policy uncertainty. The adjustment costs from the potential changes in the economic policies and regulations (Pindyck 1982; Bloom 2009; Ryan 2012), which usually follow economic policy uncertainty periods, enhance managers’ incentive to show an improved fnancial position. This will signal that the frm has positive prospects in the face of adjustment costs, and thus be able to cope with them. Furthermore, the information asymmetry stemming from economic policy uncertainty (Nagar et al. 2019) renders such earnings manipulation easier to conceal.

Nevertheless, the estimations that we obtain from the simple OLS models could be biased because of unobserved frm heterogeneity issues. Although we have used several frm controls, there could still be unobserved frm characteristics that might afect the earnings management decisions of frms. For example, accruals-based earnings management could relate to a frm’s geographic location or the industry in which a frm operates in. For this reason, we proceed to estimations that include fxed efects at the frm-level. The results from the frm fxed-efects specifcation–i.e. Equation (5) –are available in model 4 of Table 4. These fndings show that economic policy uncertainty continues to have a positive and signifcant association with discretionary accruals at the 1% level. Therefore, the estimations from the frm fxed-efects model lend further support to H1, which posits that economic policy uncertainty induces frm managers to increase reported earnings.

It is important to mention that the models in Table  4 show that, while lnEPU and discretionary accruals display a positive relationship, the VIX index has a negative and signifcant association with the earnings management measure. This fnding shows that fnancial uncertainty, as proxied by the VIX index, displays a negative relationship with earnings management.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4 یافته های تجربی

4.1 OLS و OLS ساده با تخمین افکت‌های fxed frm

نتایج حاصل از تخمین ساده OLS که از معادله به دست می آوریم. (4) در جدول 4 موجود است.

ما تجزیه و تحلیل خود را با یک مدل ساده شروع می کنیم که فقط شامل متغیر وابسته (DA) و متغیر اصلی توضیحی، معیار عدم قطعیت سیاست اقتصادی (lnEPU) است. این تخمین در مدل 1 جدول 4 موجود است. مشاهده می کنیم که اثر lnEPU بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی در سطح 1% مثبت و معنادار است. در مدل 2 جدول 4، متغیرهای کنترل frm را معرفی می کنیم. تأثیر lnEPU بر مدیریت سود مثبت است در حالی که در سطح 1 درصد قابل توجه است. در مدل 3 جدول 4 به معرفی کنترل های کلان اقتصادی می پردازیم. ما مشاهده می کنیم که تأثیر lnEPU بر مدیریت سود هنوز در سطح 1٪ مثبت و قابل توجه است. برآوردهای ساده OLS موجود در سه مدل اول جدول 4 نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست اقتصادی به طور مثبت بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی بنگاه های اقتصادی در ایالات متحده طی دوره 1999-2015 تأثیر می گذارد. این یافته ها از فرضیه H1 در مورد رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست اقتصادی و مدیریت سود پشتیبانی تجربی می کند. این یافته با دیدگاه «تکیه در برابر باد» مطابقت دارد، که معتقد است در دوره‌های کاهش ارزش، انگیزه مدیران شرکت‌ها برای مدیریت سود به سمت بالا افزایش می‌یابد تا به سرمایه‌گذاران و تحلیلگران موقعیت مالی بهبودیافته شرکت ارائه شود. این انگیزه در دوره‌های کاهش ارزش ناشی از عدم اطمینان سیاست اقتصادی بیشتر می‌شود. هزینه های تعدیل ناشی از تغییرات بالقوه در سیاست ها و مقررات اقتصادی (پیندیک 1982؛ بلوم 2009؛ رایان 2012)، که معمولاً به دنبال دوره های عدم اطمینان سیاست های اقتصادی است، انگیزه مدیران را برای نشان دادن موقعیت مالی بهبود یافته افزایش می دهد. این نشان می دهد که شرکت در مواجهه با هزینه های تعدیل چشم اندازهای مثبتی دارد و بنابراین می تواند با آنها کنار بیاید. علاوه بر این، عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از عدم قطعیت سیاست اقتصادی (ناگار و همکاران 2019) پنهان کردن چنین دستکاری سود را آسان‌تر می‌کند.

با این وجود، تخمین‌هایی که ما از مدل‌های OLS ساده به‌دست می‌آوریم می‌تواند به دلیل مسائل ناهمگونی FRM مشاهده نشده مغرضانه باشد. اگرچه ما از چندین کنترل frm استفاده کرده‌ایم، اما هنوز ممکن است ویژگی‌های FRM مشاهده نشده وجود داشته باشد که ممکن است بر تصمیمات مدیریت سود شرکت‌ها تأثیر بگذارد. برای مثال، مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی می‌تواند به موقعیت جغرافیایی یک شرکت تجاری یا صنعتی که یک شرکت در آن در آن فعالیت می‌کند مربوط باشد. به همین دلیل، ما به تخمین‌هایی که شامل اثرات fxed در سطح frm می‌شود، می‌پردازیم. نتایج حاصل از مشخصات fxed-effects-i.e. معادله (5) - در مدل 4 جدول 4 موجود است. این یافته ها نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست اقتصادی همچنان ارتباط مثبت و معناداری با اقلام تعهدی اختیاری در سطح 1% دارد. بنابراین، برآوردها از مدل fxed-effects frm حمایت بیشتری را از H1 ارائه می‌کند که نشان می‌دهد عدم قطعیت سیاست اقتصادی مدیران شرکت‌ها را وادار می‌کند تا سود گزارش‌شده را افزایش دهند.

دالود مقاله در مورد پایداری زیست محیطی

عنوان مقاله:

مدیریت زیرساخت های اقتصادی سبز و پایداری زیست محیطی در اقتصادهای ابتکاری یک کمربند و جاده

Management of Green Economic Infrastructure and Environmental Sustainability in One Belt and Road Enitiative Economies

سال انتشار: 2022

رشته: مهندسی محیط زیست - مهندسی فناوری اطلاعات - اقتصاد - مهندسی صنایع

گرایش: اینترنت و شبکه های گسترده - آلودگی های محیط زیست - اقتصاد مالی - لجستیک و زنجیره تامین

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله پایداری زیست محیطی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI مهندسی محیط زیست

 

مقالات ISI مهندسی فناوری اطلاعات

 

Results and discussions

To investigate the relationship between green economic infrastructure and CO2 emissions in the OBRI countries, we have relied on panel data estimation techniques, including FE, RE, 2SLS, and GMM. First of all, we have performed a preliminary check such as correlation matrix and descriptive statistics. The correlation matrix confrms that the correlation between the variables is within the range. We did not fnd evidence of perfect multicollinearity. The highest correlation is recorded between the internet and GL, which is 0.55, whereas the lowest correlation appears between GL and FDI. As far as the descriptive statistics are concerned, we have reported two components, i.e., mean and standard deviation that confrms the normality of our data. The mean of CO2, GL, internet, GT, IND, EC, and FDI are 11.19 kt, 2.891 index, 47.31%, 11.84%, 30.59%, 79.10, and 4.102%, respectively. While our model is also free from multicollinearity problems, which indicates by the correlation matrix. For detailed results of the correlation matrix and descriptive statistics, see Table 2. Once confrmed that our variables are not perfectly correlated, we can now proceed to the next step, discussing our estimates.

In Table 3, we have provided the results of FE and RE techniques for a complete sample of OBRI and sub-samples of Central Asian, South Asian, East and Southeast Asian, European, and MENA countries. The estimates of GL are signifcant and positive in OBRI, South Asia, and MENA, while negative in European countries in FE and RE models. Similarly, in Table 4, applying the 2SLS and GMM techniques found the positive impact of GL on CO2 emissions in OBRI, Central Asian, and MENA countries. While estimates of GL appeared to be negatively signifcant in the context of European countries. In general, our fndings imply that green logistics is not helpful to mitigate CO2 emissions, particularly in a sample of OBRI countries. However, in the case of a sub-sample of European economies, green logistics help reduce CO2 emissions. In other sub-regions such as South Asia, Central Asia, and MENA, we fnd mixed results regarding the efects of GL.

Finding infers that the logistics structure of a country is essential to promote its economic growth and consequently the CO2 emissions. While eating enormous energy reserves, the logistics sector releases a greater quantity of carbon discharges (Rashidi and Cullinane, 2019). Consequently, profcient and green ecological management is required to give a pollution-free and clean environment for efective conveyance and logistics. Growing globalization makes logistics global (Rodrigue et al., 2001), and while easing trade, logistics actions cause an upsurge in carbon discharges. Against this backdrop, the logistics sector has been under immense pressure to make its carbon management more efcient and efective. So that the role of logistics in achieving economic development can be increased alongside the goal of a sustainable environment (Herold and Lee 2017). According to Roth and Kåberger (2002), it is essential to make the economic characteristic according to the standards of sustainability for the logistics sector in contrast to the other sectors. Likewise, Oberhofer and Dieplinger (2014) contended that environmentally friendly and green logistics are essential to mitigate CO2 emissions. Our results show that logistics have played a positive role in reducing CO2 emissions in European countries. The probable reason could be the aforementioned green aspects of the logistic industry and supply chain services.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

نتایج و بحث ها

برای بررسی رابطه بین زیرساخت‌های اقتصادی سبز و انتشار CO2 در کشورهای OBRI، ما بر تکنیک‌های تخمین داده‌های تابلویی، از جمله FE، RE، 2SLS، و GMM تکیه کرده‌ایم. ابتدا یک بررسی مقدماتی مانند ماتریس همبستگی و آمار توصیفی انجام داده ایم. ماتریس همبستگی تأیید می کند که همبستگی بین متغیرها در محدوده است. ما شواهدی مبنی بر چند خطی بودن کامل پیدا نکردیم. بیشترین همبستگی بین اینترنت و GL که 0.55 است، در حالی که کمترین همبستگی بین GL و FDI مشاهده می شود. تا آنجا که به آمار توصیفی مربوط می شود، ما دو مؤلفه، یعنی میانگین و انحراف معیار را گزارش کرده ایم که نرمال بودن داده های ما را تأیید می کند. میانگین CO2، GL، اینترنت، GT، IND، EC و FDI به ترتیب 11.19 kt، شاخص 2.891، 47.31، 11.84، 30.59، 79.10 و 4.102 درصد است. در حالی که مدل ما نیز عاری از مسائل چند خطی است که با ماتریس همبستگی نشان می دهد. برای نتایج جزئی ماتریس همبستگی و آمار توصیفی، جدول 2 را ببینید. پس از تأیید اینکه متغیرهای ما کاملاً همبسته نیستند، اکنون می‌توانیم به مرحله بعدی برویم و در مورد برآوردهای خود بحث کنیم.

در جدول 3، نتایج تکنیک‌های FE و RE را برای نمونه کامل OBRI و نمونه‌های فرعی کشورهای آسیای مرکزی، جنوب آسیا، شرق و جنوب شرق آسیا، اروپا و MENA ارائه کرده‌ایم. تخمین GL در OBRI، آسیای جنوبی و MENA مثبت و معنادار است، در حالی که در کشورهای اروپایی در مدل‌های FE و RE منفی است. به طور مشابه، در جدول 4، استفاده از تکنیک های 2SLS و GMM تأثیر مثبت GL بر انتشار CO2 در کشورهای OBRI، آسیای مرکزی و MENA را نشان داد. در حالی که به نظر می رسد برآوردهای GL در زمینه کشورهای اروپایی به طور منفی مهم است. به طور کلی، یافته‌های ما حاکی از آن است که لجستیک سبز برای کاهش انتشار CO2، به ویژه در نمونه‌ای از کشورهای OBRI مفید نیست. با این حال، در مورد یک نمونه فرعی از اقتصادهای اروپایی، لجستیک سبز به کاهش انتشار CO2 کمک می کند. در سایر مناطق فرعی مانند جنوب آسیا، آسیای مرکزی و MENA، نتایج متفاوتی در مورد اثرات GL یافتیم.

دانلود مقاله در مورد مدیریت کرونا

عنوان مقاله:

تاثیر اقتصادی بهینه سازی پروتکل مدیریت COVID-19 در بیماران قلبی عروقی از قبل موجود

The Economic Impact of Optimizing a COVID-19 Management Protocol in Pre-Existing Cardiovascular Disease Patients

سال انتشار: 2022

رشته: مدیریت - حسابداری - پزشکی

گرایش: مالی - حسابداری مدیریت - توسعه اقتصادی - بهداشت عمومی - قلب و عروق

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله مدیریت کرونا

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI مدیریت

 

مقالات ISI پزشکی

 

Economic Outcomes
Non-ICU Patient Costs With the Initial Vs Revised Management Protocols
The overall cost associated with non-critically ill patients managed with the initial protocol was higher than the revised protocol with QAR 15,447 (USD 4243) vs QAR 4337 (USD 1,191) per patient, respectively. Non-critically ill patients managed with the initial protocol had lower medications costs, including COVID-19 medications and anticoagulants compared to the revised protocol, with QAR 161 (USD 44) vs QAR 208 (USD 57), and QAR 158 (USD 44) vs QAR 164 (USD 45), per patient, respectively. However, the cost of fluids and electrolytes was higher in the initial protocol with QAR 0.41 (USD 0.11) vs QAR 0.27 (USD 0.07) per patient, respectively. The cost of general ward stay in the initial protocol was higher compared to the revised protocol, QAR 12,424 (USD 3412) vs QAR 3731 (USD 1025), per patient, respectively. Additionally, the cost of laboratory and diagnostic tests ordered during hospitalization was higher in the initial protocol, QAR 2265 (USD 622) vs QAR 223 (USD 61) per patient, respectively. The cost of respiratory support in both protocols was the same, QAR 439 (USD 121) per patient. While none developed ADEs that required additional resources for management in the initial protocol, managing the ADEs among patients under the revised protocol can be seen in Table 3.

The main contributors to the overall cost in the initial and revised protocols were general ward stay followed by the laboratory test, while fluids and electrolytes had the least effect on the outcome.

ICU Patient Costs With the Initial Vs Revised Management Protocols
The overall cost associated with critically ill patients in the initial protocol was lower than the revised protocol, QAR 202,094 (USD 55,505) vs QAR 292,856 (USD 80,433), per patient, respectively. Critically ill patients managed with the initial protocol had higher medications costs compared to the revised protocol, including COVID-19 medications, anticoagulants, and fluids and electrolytes with QAR 380 (USD 104) vs QAR 78 (USD 21), QAR 102 (USD 28) vs QAR 27 (USD 7), and QAR 0.8 (USD 0.2) vs QAR 0.6 (USD 0.16), per patient, respectively. However, the initial protocol had a lower general ward stay cost than the revised protocol, QAR 34,725 (USD 9537) vs QAR 99,604 (USD 27,356), per patient, respectively, and contributed to lower ICU stay with QAR 160,673 (USD 44,129) vs QAR 192,402 (USD 52,843), per patient, respectively. The cost of laboratory and diagnostic tests requested for the initial protocol was higher, QAR 5,774 (USD 1586) vs 744 (USD 204), per patient, respectively. Similar to the non-ICU patients, the cost of respiratory support in both protocols was the same, QAR 439 (USD 121) per patient. None developed ADEs that required additional resources for management in both protocols.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

نتایج اقتصادی
هزینه های بیماران غیر ICU با پروتکل های مدیریت اولیه در مقابل اصلاح شده
هزینه کلی مرتبط با بیماران غیر بحرانی که با پروتکل اولیه مدیریت می‌شوند، بالاتر از پروتکل تجدیدنظر شده با QAR 15447 (4243 USD) در مقابل 4337 QAR (1191 USD) برای هر بیمار بود. بیماران غیر بحرانی که با پروتکل اولیه مدیریت می‌شوند، هزینه‌های دارویی کمتری از جمله داروهای کووید-19 و داروهای ضد انعقاد در مقایسه با پروتکل اصلاح‌شده داشتند، با QAR 161 (44 دلار آمریکا) در مقابل QAR 208 (57 دلار آمریکا) و QAR 158 (44 دلار آمریکا). در مقابل QAR 164 (45 دلار آمریکا)، به ترتیب برای هر بیمار. با این حال، هزینه مایعات و الکترولیت ها در پروتکل اولیه با QAR 0.41 (0.11 USD) در مقابل QAR 0.27 (0.07 USD) به ترتیب برای هر بیمار بالاتر بود. هزینه اقامت در بخش عمومی در پروتکل اولیه در مقایسه با پروتکل تجدید نظر شده، به ترتیب 12424 QAR (3412 دلار آمریکا) در مقابل 3731 QAR (1025 دلار آمریکا) برای هر بیمار بیشتر بود. علاوه بر این، هزینه آزمایش‌های آزمایشگاهی و تشخیصی سفارش‌شده در طول بستری در پروتکل اولیه بالاتر بود، به ترتیب QAR 2265 (622 دلار آمریکا) در مقابل 223 QAR (61 دلار آمریکا) برای هر بیمار. هزینه پشتیبانی تنفسی در هر دو پروتکل یکسان بود، 439 QAR (121 دلار آمریکا) برای هر بیمار. در حالی که هیچ کدام ADE هایی را توسعه ندادند که به منابع اضافی برای مدیریت در پروتکل اولیه نیاز داشته باشند، مدیریت ADE ها در بین بیماران تحت پروتکل اصلاح شده در جدول 3 قابل مشاهده است.

عوامل اصلی در هزینه کلی در پروتکل‌های اولیه و اصلاح‌شده، اقامت عمومی در بخش و به دنبال آن آزمایش آزمایشگاهی بود، در حالی که مایعات و الکترولیت‌ها کمترین تأثیر را بر نتیجه داشتند.

دانلود مقاله در مورد مشکلات اقتصادی

عنوان مقاله:

مشکلات اقتصادی ناشی از کووید-19 و ارتباط آن با عوامل اجتماعی-اقتصادی و شاخص های مدیریت دیابت: یک مطالعه مقطعی

Economic hardships from COVID-19 and its association with socioeconomic factors and diabetes management indicators: A cross-sectional study

سال انتشار: 2022

رشته: مدیریت - حسابداری - پزشکی - اقتصاد

گرایش: مالی - حسابداری مدیریت - توسعه اقتصادی - بهداشت عمومی - غدد و متابولیسم

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله مشکلات اقتصادی

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI مدیریت

 

مقالات ISI پزشکی

 

2. Methods
2.1 Participants and procedure
This cross-sectional survey (entitled “Impact of COVID-19 Pandemic on Diabetes Management and eHealth”, ICoDe) was a stand-alone study based on a community-based cohort study (entitled “Mechanisms and Path Analyses for Health Management among Chronic Diseases Patients: A Community Empowerment-Based Approach”, CEBA). The baseline survey of CEBA was conducted in the summer of 2019 before the COVID-19 pandemic. In the original CEBA cohort, people with hypertension and/or diabetes were enrolled from 12 communities in three cities in a middle-income country, where random sampling was conducted based on the electronic health record system of the community health stations with the following criteria: (1) age ≥45 years; (2) diagnosis of hypertension and/or diabetes from a registered health facility; (3) having lived in one of the 12 communities for at least nine months and having no plans to move out for at least another month; (4) providing informed consent. The CEBA study further excluded participants with terminal diseases, those who were unable to communicate with researchers due to physical or mental disability, pregnant women, and those who had family members already enrolled in the project.
The present cross-sectional study (ICoDe) was conducted during the summer of 2020, inviting the enrolled CEBA participants who were diagnosed with diabetes in the 10 communities in two cities to participate. Two community health physicians in each community (20 physicians in total) who had been trained regarding the rationale and contents of the questionnaire conducted the survey. Most (>90%) surveys were completed in person, the rest via telephone during July and August 2020 when the COVID-19 pandemic was mitigated. All eligible individuals were invited via phone by community physicians to participate in this study. Data were collected via the electronic questionnaire platform, Qualtrics (Qualtrics, Provo, UT).
2.2 Questionnaire and variables
The questionnaire used in the present ICoDe study was designed to address the issues engendered by the COVID-19 pandemic among people with diabetes. There were 46 questions in the survey that were divided into five sections: demographic information, COVID-19 pandemic information, history of diabetes treatment and management, change of diabetes treatment and management due to COVID-19, and e-Health utilization before and during the pandemic.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

2. روش ها
2.1 شرکت کنندگان و روش
این نظرسنجی مقطعی (با عنوان «تأثیر همه‌گیری COVID-19 بر مدیریت دیابت و سلامت الکترونیک»، ICoDe) یک مطالعه مستقل بر اساس یک مطالعه کوهورت مبتنی بر جامعه (با عنوان «مکانیسم‌ها و تحلیل‌های مسیر برای مدیریت سلامت در میان بیماری‌های مزمن» بود. بیماران: رویکرد مبتنی بر توانمندسازی جامعه، CEBA). بررسی پایه CEBA در تابستان 2019 قبل از همه‌گیری COVID-19 انجام شد. در گروه اصلی CEBA، افراد مبتلا به فشار خون و/یا دیابت از 12 جامعه در سه شهر در یک کشور با درآمد متوسط، که در آن نمونه‌گیری تصادفی بر اساس سیستم پرونده الکترونیک سلامت ایستگاه‌های سلامت جامعه با معیارهای زیر انجام شد، ثبت‌نام شدند: (1) سن ≥45 سال؛ (2) تشخیص فشار خون و/یا دیابت از یک مرکز بهداشتی ثبت شده؛ (3) حداقل 9 ماه در یکی از 12 جامعه زندگی کرده باشند و برای حداقل یک ماه دیگر هیچ برنامه ای برای مهاجرت نداشته باشند. (4) ارائه رضایت آگاهانه. مطالعه CEBA علاوه بر این، شرکت کنندگان مبتلا به بیماری های پایانی، کسانی که به دلیل ناتوانی جسمی یا ذهنی قادر به برقراری ارتباط با محققان نبودند، زنان باردار و کسانی که اعضای خانواده آنها قبلاً در این پروژه ثبت نام کرده بودند، حذف شد.
مطالعه مقطعی حاضر (ICoDe) در تابستان 2020 انجام شد و از شرکت کنندگان ثبت نام شده در CEBA که در 10 جامعه در دو شهر مبتلا به دیابت تشخیص داده شده بودند، برای شرکت دعوت شد. دو پزشک بهداشت جامعه در هر جامعه (در مجموع 20 پزشک) که در رابطه با منطق و محتوای پرسشنامه آموزش دیده بودند، نظرسنجی را انجام دادند. بیشتر (بیش از 90٪) نظرسنجی ها شخصاً تکمیل شدند، بقیه از طریق تلفن در طی ماه های ژوئیه و آگوست 2020 زمانی که همه گیری COVID-19 کاهش یافت. تمام افراد واجد شرایط از طریق تلفن توسط پزشکان جامعه برای شرکت در این مطالعه دعوت شدند. داده ها از طریق بستر پرسشنامه الکترونیکی Qualtrics (Qualtrics، Provo، UT) جمع آوری شد.

دانلود مقاله در مورد حق بیمه معاملات

مدیریت سود شرکت های هدف و حق بیمه معاملات: نقش ارتباط با صنعت

Earnings management of target firms and deal premiums: The role of industry relatedness

سال انتشار: 2022

رشته: مدیریت - حسابداری

گرایش: مدیریت کسب و کار - مدیریت مالی - حسابداری مالی - مدیریت کیفیت و بهره وری

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله  حق بیمه معاملات

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI مدیریت

 

مقالات ISI حسابداری

 

4. Results

4.1. Descriptive statistics and correlations Table 2 provides the descriptive statistics of the research variables. We include DApa, RAsales and RAprod for information purposes because, as previously indicated, our EM measures are their quintile ranks. All the continuous variables are winsorized at 1%.

This table shows that the average premium of the deal announcements in the sample is about 36% of market price on the announcement date, with a standard deviation of 38%. DApa (RAprod) has a mean that comes close to zero, − 0.0058 (− 0.0061) and has a standard deviation of 0.0984 (0.2845). The average of RAsales is 0.0084 and its standard deviation is 0.1147. Regarding the target firms’ characteristics, on average sales growth is 7.3%, return on equity is − 1.1%, and the mean MTB and price-to-earnings ratios are 2.5 and 13.2, respectively. An average target in the sample has 0.73 cents in debt per dollar in common equity and its working capital (cash) represents 14% (13%) of total assets. These descriptive statistics well compare to those in previous related studies (e.g., Campa & Hajbaba, 2016; Raman et al., 2013; Skaife & Wangerin, 2013).

In most M&A in Europe, on the one hand, acquirers belong to the same industry as targets (62%), they are tender offers (66%), they are made in cash (57%) and they are from public bidders (62%). On the other hand, deals in Europe are not usually cross-border (26%), are not paid for with just stocks (17%), they do not involve multiple bidders (14%), bidders hardly face hostilities (8%) and, on average, own targets’ low stakes before the deal announcement (6%). These sample characteristics are similar to those considered in recent research into M&A in Europe (e.g., Alcalde & P´erez-Soba, 2016; Humphery-Jenner, 2012; Martynova, Oosting, & Renneboog, 2007; Martynova & Renneboog, 2011; Moschieri & Campa, 2014).

Other controls reveal that the institutional differences between targets and bidders are small, Inst.Diff averages − 0.0010, which is expected as deals are predominantly local. Similarly, the mean of Bidder.Exp, 0.17, suggests that most bidders have not acquired experience in the target industry. Data on the presence of advisors denote that both targets and bidders appeal strongly to them as the mean BS.Advisor (SS.Advisor) value confirms that bidders (targets) use advisory services in 89% (82%) of deals.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

4. نتایج

4.1. آمار توصیفی و همبستگی ها در جدول 2 آمار توصیفی متغیرهای تحقیق ارائه شده است. ما DApa، RAsales و RAprod را برای اهداف اطلاعاتی شامل می‌شویم زیرا، همانطور که قبلاً اشاره شد، معیارهای EM ما رتبه‌های پنجکی آنها هستند. همه متغیرهای پیوسته با 1% winsorized می شوند.

این جدول نشان می دهد که میانگین حق بیمه معاملات در نمونه، حدود 36 درصد قیمت بازار در تاریخ اعلام با انحراف معیار 38 درصد است. DApa (RAprod) میانگینی نزدیک به صفر دارد، 0.0058- (0.0061-) و دارای انحراف استاندارد 0.0984 (0.2845) است. میانگین RAsales 0.0084 و انحراف معیار آن 0.1147 است. با توجه به ویژگی های شرکت های هدف، به طور متوسط ​​رشد فروش 7.3٪، بازده حقوق صاحبان سهام 1.1-٪ است، و میانگین MTB و نسبت قیمت به درآمد به ترتیب 2.5 و 13.2 است. یک هدف متوسط ​​در نمونه دارای 0.73 سنت بدهی به ازای هر دلار در سهام عادی است و سرمایه در گردش آن (نقد) 14٪ (13٪) از کل دارایی ها را نشان می دهد. این آمار توصیفی به خوبی با آمارهای موجود در مطالعات مرتبط قبلی مقایسه می شود (به عنوان مثال، Campa & Hajbaba، 2016؛ Raman و همکاران، 2013؛ Skaife & Wangerin، 2013).

 

دانلود مقاله در مورد تأمین مالی دولت

عنوان مقاله:

تأثیر اطلاعات حسابداری و کیفیت آن بر تأمین مالی دولت برای سازمان های غیرانتفاعی

The Impact of Accounting Information and Its Quality on Government Funding to Nonprofit Organizations

سال انتشار: 2022

رشته:

حسابداری - مدیریت

گرایش: 

حسابداری مالی - مدیریت کسب و کار - مدیریت مالی - مدیریت دولتی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله تأمین مالی دولت

مشاهده سایر مقالات جدید:

 

مقالات ISI حسابداری

مقالات ISI مدیریت

 

The nonprofit sector is diverse, and our sample contains observations with extreme minimum and maximum values for many of our variables of interest. This is particularly true when the ratios are calculated. To mitigate the influence of extreme values on our analyses, we winsorize all of our data at the 1st and 99th percentiles. Our descriptive statistics and our analyses use these winsorized values.

Table 3 presents descriptive statistics. NPOs in the Matched First-fund Sample received a mean fund of $175,081 awarded by governments, which is smaller than the mean fund of $287,447 awarded in the Matched Subsequent-fund Sample. The reported mean of Administrative Ratio in the Matched First-fund Sample (13.00 percent) is smaller than that in the Matched Subsequent-fund Sample (15.00 percent). The percentage of NPOs whose administrative ratios exceed the government-suggested threshold is lower in the Matched First-fund Sample than in the Matched Subsequent-fund Sample (29.80 percent vs. 32.49 percent). The accounting quality for NPOs in the Matched First-fund Sample seems poorer than that in the Matched Subsequent-fund Sample, with 7.83 percent of observations in the Matched First-fund Sample reporting unreasonable zero fundraising expenses (i.e., Zero Fundraising) compared to 5.21 percent in the Matched Subsequent-fund Sample. In addition, there is an 11.00 percent likelihood of manipulating financial ratios (i.e., Trussel) in the Matched First-fund Sample as opposed to 9.00 percent in the Matched Subsequent-fund Sample.

The percentage of NPOs that have more than $250,000 in revenues and therefore are recommended for auditing is higher in the Matched Subsequent-fund Sample (37.00 percent) than in the Matched First-fund Sample (34.98 percent). A higher percentage of NPOs in the Matched Subsequent-fund Sample adopt accrual accounting (83.72 percent) and hire full-time employees (62.43 percent) compared to the Matched First-fund Sample (76.77 percent and 51.89 percent, respectively). NPOs that received funding for the first time are two years younger on average than those that received repeated funding(s)—the mean ages for the Matched First-fund Sample and the Matched Subsequent-fund Sample are 4 and 6 years, respectively.

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

بخش غیرانتفاعی متنوع است و نمونه ما شامل مشاهداتی با حداقل و حداکثر مقادیر بسیار زیاد برای بسیاری از متغیرهای مورد علاقه ما است. این به ویژه زمانی که نسبت ها محاسبه می شوند صادق است. برای کاهش تأثیر مقادیر شدید بر تجزیه و تحلیل‌های خود، همه داده‌های خود را در صدک‌های 1 و 99 برنده می‌کنیم. آمار توصیفی و تحلیل های ما از این مقادیر winsorized استفاده می کنند.

جدول 3 آمار توصیفی را نشان می دهد. NPOها در نمونه صندوق اول منطبق، میانگین وجوهی معادل 175081 دلار دریافت کردند که از سوی دولت ها اعطا شد، که کمتر از میانگین وجوه 287447 دلاری اعطا شده در نمونه مشابه صندوق بعدی است. میانگین نسبت اداری گزارش شده در نمونه همسان صندوق اول (13.00 درصد) کمتر از نمونه مشابه صندوق بعدی (15.00 درصد) است. درصد NPOهایی که نسبت‌های اداری آنها از آستانه پیشنهادی دولت فراتر می‌رود، در نمونه صندوق اول منطبق‌شده کمتر از نمونه مشابه صندوق‌های بعدی است (29.80 درصد در مقابل 32.49 درصد). کیفیت حسابداری برای NPO ها در نمونه همسان صندوق اول ضعیف تر از نمونه مشابه صندوق های بعدی به نظر می رسد، با 7.83 درصد مشاهدات در نمونه همسان صندوق اول، هزینه های غیرمنطقی جمع آوری وجوه صفر (یعنی صفر جذب سرمایه) را در مقایسه با 5.21 گزارش می کنند. درصد در نمونه مشابه صندوق بعدی. علاوه بر این، 11 درصد احتمال دستکاری نسبت‌های مالی (یعنی Trussel) در نمونه صندوق اول منطبق با 9.00 درصد در نمونه مشابه صندوق بعدی وجود دارد.